Upload
others
View
6
Download
0
Embed Size (px)
Citation preview
Araştırma Makalesi/Original Article
© 2020 nesnedergisi. Bu makale Creative Commons Attribution (CC BY-NC-ND) 4.0 lisansı ile yayımlanmaktadır.
Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeği’nin Türkçe Formunun Geçerlik ve
Güvenirlik Çalışması
Pınar Acet1, Burcu Ebru Aydoğdu2, Gülay Dirik3
Acet, P., Aydoğdu, B. E. ve Dirik, G. (2020). Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeği’nin Türkçe formunun
geçerlik ve güvenirlik çalışması. Nesne, 8(18), 422-440. DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
Anahtar kelimeler
Genel Anlamdaki
Bozulmalar Ölçeği,
genel anlam, geçerlik, güvenirlik
Keywords
Global Meaning
Violation Scale,
global meaning, validity, reliability
Öz
Psikolojik bir kavram olan anlam, ilişkileri ya da fikirleri öngörülebilir ve istikrarlı olarak birbirine bağlamamızı sağlayan zihinsel bir temsildir. Yüksek düzeyde stresli ya da travmatik yaşam olayları kişilerin dünyayı,
kendilerini ve diğerlerini anlamaya dair genel bir çerçeve sağlayan genel anlamlarını (inançlar ve hedefler gibi)
bozabilmektedir. On üç madde ve üç alt ölçekten (inançlardaki bozulmalar, içsel hedeflerdeki bozulmalar ve dışsal hedeflerdeki bozulmalar) oluşan Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeği (GABÖ) travmatik ya da stres verici bir
yaşam olayına maruz kalmanın ardından, genel anlamda meydana gelen bozulmaları değerlendirmektedir. Mevcut
çalışmada GABÖ Türkçeye çevrilmiş ve ölçeğin psikometrik özellikleri 564 kişiden oluşan yetişkin örnekleminde incelenmiştir. GABÖ Türkçe forumunun, orijinal formuna benzer şekilde üç faktörden oluştuğu tespit edilmiştir.
Ölçeğin geçerliğini değerlendirmek amacıyla SDÖ, DASÖ-21, TSSB-Sivil ve olayın algılanan stres vericilik
düzeyi ile GABÖ’nün toplam puanı ve alt ölçek puanları arasındaki ilişkiler incelenmiştir. Psikometrik analizler sonucunda ölçeğin eş zamanlı, ayırt edici ve artımlı geçerliğini destekleyen bulgulara ulaşılmıştır. GABÖ’nün
GABÖ Türkçe formunun tatminkar düzeyde iç tutarlılık ve test-tekrar test güvenirliğinin olduğu belirlenmiştir.
Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı ölçeğin tamamı, GABÖ-İnanç, GABÖ-İçsel ve GABÖ-Dışsal boyutları için sırasıyla .85, .77, .79 ve .87; test-tekrar test güvenirlik katsayısı ise sırasıyla .79, .79, .68 ve .66 olarak
bulunmuştur. Sonuçlar GABÖ’nün Türkçe formunun geçerli ve güvenilir bir ölçek olduğunu göstermiştir.
The Validity and Reliability Study of the Turkish Version of the Global Meaning Violation Scale
Abstract
As a psychological concept, meaning is a mental representation that enables us to connect relations or ideas
predictably and stably. Highly stressful or traumatic life events may violate individuals’ global meaning (such as
beliefs and goals) that provide a general framework to understand the world, themselves, and others. The Global
Meaning Violation Scale (GMVS), consisting of 13 items and three subscales (belief violations, intrinsic goal violations and extrinsic goal violations), assesses violation in global meaning after exposure to a traumatic or
stressful life event. In the present study, GMVS was translated into Turkish, and the psychometric properties of the
scale were examined in a sample of 564 adult sample. Similar to the original form of the scale, the GMVS Turkish form consists of three factors. In order to evaluate the validity of the scale, the relationship between the SAM,
DASS-21, PTSD Checklist-Civilian, perceived stressfulness of the event and the total score of GMVS and its
subscales scale was examined. As a result of psychometric analyses, findings supporting the concurrent, distinctive, and incremental validity of the scale were obtained. It is found that the Turkish version of GMVS has
satisfactory internal consistency and test-retest reliability. Cronbach alpha coefficients of the whole scale, GMVS-Beliefs, GMVS-Intrinsic and GMVS-Extrinsic were found to be .85, .77, .79 and .87 respectively; the test-retest
reliabilities were found to be .79, .79, .68 and .66, respectively. The results showed that the Turkish form of the
GMVS is a valid and reliable scale.
Makale Bilgisi Geliş tarihi: 04 Ocak 2020
Düzeltme tarihi: 10 Eylül 2020
Kabul tarihi: 28 Kasım 2020
Yazar Notu: Bu araştırmanın bulguları 16. Avrupa Psikoloji Kongresi'nde (16th
European Congress of Psychology) sözlü bildiri olarak sunulmuştur.
DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
1 Arş. Gör., Manisa Celal Bayar Üniversitesi, Psikoloji Bölümü, pinar.acet(at)outlook.com, ORCID: 0000-0001-9686-4388 2 Arş. Gör., Burcu Ebru Aydoğdu, Dicle Üniversitesi, Psikoloji Bölümü, burcuebruaydogdu(at)gmail.com, ORCID: 0000-0001-7926-1585 3 Prof. Dr., Gülay Dirik, Dokuz Eylül Üniversitesi, Psikoloji Bölümü, gulay.dirik(at)deu.edu.tr, ORCID: 0000-0002-5748-9180
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
423
www.nesnedergisi.com
Anlam (meaning), ilişkileri ya da fikirleri öngörülebilir ve istikrarlı olarak birbirine bağlamamızı
sağlayan zihinsel bir temsildir (MacKenzie ve Baumeister, 2014). Psikolojik bir kavram olarak ise anlam,
hayata dair bir kavrayış olarak da tanımlanabilir ve bu kavrayış inançlar, değerler ve hedefler doğrultusunda
gelişip değişmektedir (Battista ve Almond, 1973). Anlam duygusuna sahip olmak hayatı sürdürebilmek için
psikolojik bir ihtiyaçtır (Baumeister, 1991; akt. MacKenzie ve Baumeister, 2014; Frankl, 1992). Bu
bağlamda anlam ihtiyacı, tutarlılık ve öngörülebilirlik duygusu sağlayan inanç ve değerler sayesinde olup
bitenlere anlam verebilme ve ayrıca bir hedefe sahip olma arzusunu ifade etmektedir (MacKenzie ve
Baumeister, 2014). Ayrıca anlamlı bir hayatın kişilerin değerleri ve inançları doğrultusunda yaşaması,
hedeflerine ulaşması ya da bu yolda motivasyona sahip olması ile mümkün olduğu düşünülmektedir
(Batthyany ve Russo-Netzer, 2014; Battista ve Almond, 1973). Birçok çalışmada, hayatta anlamın varlığının
psikolojik iyi oluşun artması ve psikolojik sıkıntıların azalması ile ilişkili olduğu görülmüştür (Steger,
Frazier, Oishi ve Kaler, 2006; Triplett, Tedeschi, Cann, Calhoun ve Reeve, 2012; Zika ve Chamberlain,
1992).
Bireyin işlevselliği, gelişmesi ve psikolojik iyi oluşu için çok önemli bir kaynak olan anlamın
(Batthyany ve Russo-Netzer, 2014; MacKenzie ve Baumeister, 2014), travmatik veya yüksek düzeyde stres
verici olaylardan sonra sarsıldığı veya bozulduğu varsayılmaktadır (Janoff-Bulman, 1989,1992; Park, 2010;
Park ve ark., 2016). Park (2010) bu tür olumsuz olaylardan sonra yaşanan psikolojik sıkıntıların, genel
anlamdaki (global meaning) bozulmalardan kaynaklandığını ileri sürmüştür. Bu bağlamda, genel anlamın
daha önce tanımlanan anlam kavramına işaret ettiği söylenebilir. Park ve Folkman’a (1997) göre genel
anlam, inançları ve hedefleri kapsamaktadır. Genel anlamın dünyaya ve dünyadaki deneyimlerine dair
adalet, güvenlik, kontrol, öngörülebilirlik ve tutarlılık algısını içeren boyutu genel inançları oluşturmaktadır
(Janoff-Bulman, 1992; Park, 2010; Park ve ark., 2016). Genel hedefler ise genel anlamın ulaşılmak ve
sürdürülmek istenen süreçlere veya nihai sonuçlara dair temsilleri içeren boyutudur (Park, 2010). Genellikle
tehdit edici veya kontrol edilemez olarak değerlendirilen travmatik veya stres verici yaşantılar ise bu inanç
ve hedeflerle çelişmektedir. Park (2010) bu değerlendirmeyi durumsal anlam olarak tanımlamıştır. Bu
bağlamda durumsal anlam deneyimlenen stresli olayın öznel değerlendirilmesini ve stresli olaya atfedilen
anlamı ifade etmektedir (Lazarus ve Folkman, 1984; Park, 2010). Stres verici olaya atfedilen durumsal
anlamın, kişinin kendine ve diğerlerine dair görüşlerini şekillendiren bir çerçeve sunan genel anlam ile tutarlı
olmaması da kişide psikolojik sıkıntılar yaratabilmektedir (Janoff-Bulman, 1989). Örneğin iyi insanların
başına iyi şeylerin geleceğine inanan (genel inanç) ve uzun dönemli kariyer planları olan (genel hedef) bir
kişi savaş ortamına maruz kalırsa ve bu örseleyici olayı uzun dönemli hedefleri için (kariyer, aile planı gibi)
tehdit yaratan bir durum (durumsal anlam) olarak yorumlarsa büyük olasılıkla yüksek düzeyde bir stres
yaşayacaktır (Steger, Owens ve Park, 2015). Örnekte olduğu gibi, kişinin sahip olduğu genel anlam (inanç
ve hedefler) ile olayın durumsal anlamı arasında çelişki, tutarsızlık ya da farklılıklar olması beraberinde
psikolojik sıkıntıyı getirebilmekte ya da kişilerin psikolojik uyumlarını olumsuz şekilde etkileyebilmektedir
(Park, 2010; Park, Mills ve Edmondson, 2012; Park ve ark., 2016). Ayrıca genel anlam ile durumsal anlam
arasındaki farklılık arttıkça kişiler daha fazla depresif belirti ve olumsuz duygulanım; daha az olumlu
duygulanım ve travma sonrası gelişim rapor etmektedirler (Park, 2008). Özetle, travmatik veya stres verici
bir olayın durumsal anlamı (örn. tehdit edici olarak değerlendirilmesi) ile kişinin sahip olduğu genel anlam
arasındaki çelişki ne kadar fazla ise genel anlamdaki bozulma düzeyi o kadar fazladır. Hem genel inançlarda
hem hedeflerde bozulmanın artması da olumsuz olay sonrasında yaşanan stres düzeyini arttırmaktadır.
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
424
www.nesnedergisi.com
Alanyazın incelendiğinde travmatik ya da yüksek stresli yaşam olaylarından sonra genellikle genel
anlamın genel inanç boyutundaki sarsılma düzeyinin incelendiği görülmektedir (Park ve ark., 2016; Steger,
Owens ve Park, 2015). Fakat bilindiği üzere travmatik ya da yüksek düzeyde stresli yaşam olayları sadece
kişinin genel inançlarını değil, aynı zamanda genel hedeflerini de sarsabilmektedir (Steger, Owens ve Park,
2015). Steger, Owens ve Park (2015) tarafından Vietnam savaşında bulunmuş gaziler ile yürütülen bir
çalışmada travmatik yaşantının kişilerin hem genel hedeflerinde hem de genel inançlarında bozulmalara
neden olduğu ve kişilerin genel hedeflerindeki bozulma düzeyinin travma sonrası stres tepkileri ile pozitif
yönde ilişkili olduğu bulunmuştur. Hatta Park (2008) tarafından yürütülen bir çalışmada travmatik yaşantının
ardından kişinin genel hedeflerindeki bozulmanın genel inançlarındaki bozulmaya kıyasla psikolojik
sıkıntıların daha güçlü bir yordayıcısı olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Travmatik bir yaşantısı olan üniversite
öğrencileri ile yürütülen bir başka çalışmada, benzer şekilde, travmatik yaşantının ardından kişilerdeki genel
hedeflerdeki bozulma düzeyinin genel inançlardaki bozulma düzeyine kıyasla travma sonrası stres
bozukluğunun (TSSB) daha güçlü bir yordayıcısı olduğu belirlenmiştir (Park, Mills ve Edmondson, 2012).
Gelecek dönemlerde yürütülecek çalışmalarda genel inançlardaki bozulmaların yanı sıra genel
hedeflerdeki bozulmanın da araştırmaların hedefi olması gerektiğini vurgulayan Park (2008), ilerleyen
çalışmalarında hedefleri de içsel ve dışsal hedefler olmak üzere iki boyutta ele almıştır (Park ve ark., 2016).
İçsel hedefler kendini kabul, topluma yönelik hisler, bağlılık gibi kavramlarla; dışsal hedefler ise finansal
başarı, dış görünüm, sosyal tanınırlık gibi kavramlarla ilişkilendirilmektedir (Schmuck, Kasser ve Ryan,
2000). Park ve arkadaşları (2016) hem içsel hem de dışsal hedeflerdeki bozulmaların çeşitli psikolojik
sıkıntılarla ilişkili olduğunu bulmalarına rağmen, bu sıkıntılarda zamana bağlı değişimin dışsal hedeflerin
bozulma düzeyindeki değişimle daha tutarlı olarak ilişkili olduğu rapor etmişlerdir.
Görüldüğü üzere travmatik ya da kişide yüksek düzeyde stres yaratan yaşam olaylarının ardından
kişilerin genel anlamlarında bozulmalar görülebilmektedir. Her ne kadar bu bilgi alanyazında yeni bir bilgi
değilse de genel anlamda meydana gelen sarsılmanın nasıl ölçüleceği ve eldeki ölçüm araçlarının bunun için
yeterli olup olmadığı sorularının üzerinde durulmalıdır (Park ve ark., 2016). Alanyazında stres verici olay
veya travmatik yaşantı sonrasında genel anlamdaki bozulmaları doğrudan ölçen bir ölçüm aracının
bulunmadığını, var olan ölçüm araçlarının (örn: Temel İnançlar Envanteri, Cann ve ark., 2010) daha ziyade
olay sonrası bilişsel süreçleri değerlendirdiği düşünülmektedir (Park ve arkadaşları, 2016). Dahası
alanyazında kullanılan ölçüm araçlarının olay sonrasında genel inançlardaki bozulmaları değerlendirdiği
fakat genel hedeflerdeki (içsel ve dışsal hedefler) bozulmaları değerlendirmediği dikkat çekmektedir. Bu
nedenlerle Park ve arkadaşları (2016) “Global Meaning Violation Scale (GMVS)’i geliştirmişlerdir. GABÖ
yaşanan travmatik veya kişide yüksek stres yaratan yaşam olaylarından sonra kişilerin genel inanç ve
hedeflerinde meydana gelen bozulmaları direkt olarak ölçmeyi hedefleyen bir ölçüm aracıdır (Park ve ark.,
2016).
Mevcut çalışmada bahsi geçen ölçüm aracının, Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeği (GABÖ)
ismiyle, Türkçeye uyarlanması ve psikometrik özelliklerinin incelenmesi amaçlanmıştır. Böylece GABÖ’yü
dilimize kazandırmanın, travma ve stres alanında yürütülecek çalışmalara katkı sağlaması beklenmektedir.
Araştırmada bu amaca uygun olarak öncelikle ölçeğin Türkçeye çeviri ve geri çevirisi yapılmış daha sonra
açımlayıcı ve doğrulayıcı faktör analizleriyle faktör yapısı incelenmiş, ölçeğin güvenirliği için iç tutarlılık ve
test tekrar test korelasyon katsayıları hesaplanmış ve son olarak ölçeğin eş zamanlı, ayırt edici ve yapı
geçerlilikleri test edilmiştir.
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
425
www.nesnedergisi.com
Yöntem
Katılımcılar
Katılımcılar, tümü son 5 yıl içerisinde herhangi bir stres verici ya da travmatik olay yaşadıklarını
belirtmiş olan kişilerden oluşmaktadır. Türkiye'de yaşayan 426 (% 72.7) kadın, 154 (% 26.3) erkek ve 6 (%
1) cinsiyetini belirtmeyen olmak üzere toplam 586 kişiden veri toplanmıştır. Temel analizler öncesinde
veriler normallik ve doğrusallık varsayımları açısından değerlendirilmiş, verilerin varsayımları sağladığı
görülmüştür. Veri temizliği sırasında, araştırmada kullanılan ölçeklerden herhangi birinde (across columns),
% 5 veya daha fazla maddeyi boş bıraktığı tespit edilen 22 katılımcı ilerleyen analizlere dahil edilmemiştir.
Kayıp veriler madde bazında incelendiğinde ise (down columns) ölçeklerdeki herhangi bir maddenin
katılımcıların % 5 veya daha fazlası tarafından boş bırakılmadığı görülmüştür. Sonuç olarak, ilerleyen
analizlere 564 (409 kadın, 149 erkek, 6 diğer) katılımcıdan elde edilen veriler dahil edilmiştir. Nihai
örneklemin yaş ortalaması 26.57 (S = 6.98) olup, yaşları 18 ile 60 arasında değişmektedir. Katılımcıların
yarısına yakını % 46.6’sı (N = 263) üniversite öğrencisidir. Araştırmaya katılan kişilerin % 80.9’u (N = 456)
medeni durumunu bekar olarak bildirmiştir. Katılımcıların % 40.8’i (N = 230) psikolojik/psikiyatrik
rahatsızlığı olduğunu ya da daha önce bir psikiyatrik tanı aldığını rapor etmiştir. Örneklemin
sosyodemografik özellikleri Tablo 1’ de verilmiştir.
Tablo 1
Katılımcıların Sosyodemografik Özellikleri Değişkenler N % Ort. S Aralık
Yaş 564 26.57 6.98 18-60
Cinsiyet
Kadın 409 72.50
Erkek 149 26.40
Diğer 6 1.10
Eğitim Düzeyi
Okur-yazar 1 .20
Ortaokul 4 .70
Lise 14 2.50
Üniversite Öğrencisi 263 46.60
Üniversite Mezunu 138 24.50
Lisansüstü Öğrencisi veya Mezunu 144 25.50
Medeni Durum
Evli 86 15.20
Bekar 456 80.90
Boşanmış 18 3.20
Çocuk
Yok 497 88.10
Var 67 11.90 1.49 .61 1-3
Çalışma Durumu
Çalışan 242 42.90
Çalışmayan 322 57.10
Aylık Gelir
0-999 212 37.60
1000-1999 120 21.30
2000-2999 46 8.20
3000-3999 80 14.20
4000 ve üzeri 96 17
Psikiyatrik Tanı
Alan 230 40.80
Almayan 334 59.20
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
426
www.nesnedergisi.com
Veri Toplama Araçları
Demografik Bilgi Formu: Katılımcılardan yaş, cinsiyet, eğitim düzeyi, medeni durum, çocuk sahibi olup
olmama, çalışma durumu, gelir durumu ve psikiyatrik rahatsızlık yaşayıp yaşamadığına dair bilgi almak için
araştırmacılar tarafından hazırlanmış soruları içermektedir. Ayrıca katılımcılara son 5 yıl içerisinde
yaşadıkları, önemli ölçüde stres yaratan ve psikolojik ya da fiziksel iyi oluşu etkileyen (yaralanma, aileden
birinin ölümü, deprem vb.) olumsuz bir olay yaşayıp yaşamadıkları, eğer yaşadılarsa bu olayın ne olduğu
(akademik sorun; ölüm veya kayıp; hastalık, yaralanma ya da kaza; yakın ilişki sorunu; sosyal
anlaşmazlıklar; yasal problemler; diğer) ve bu olayı ne düzeyde (1 = hiç, 5 = aşırı düzeyde) stres verici
olarak algıladıkları ile ilgili sorular sorulmuştur. Demografik Bilgi Formunun sonunda katılımcılara ölçek
setinde bulunan diğer ölçeklerin sorularını en stres verici olarak belirttikleri olayı göz önünde bulundurarak
cevaplandırmaları gerektiği bilgisi verilmiştir.
Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeği (GABÖ): Park ve arkadaşları (2016) tarafından travmatik veya stres
verici bir yaşantının ardından kişilerin inanç ve hedeflerinde meydana gelen bozulmaları değerlendirmek
üzere geliştirilmiş 13 maddeden oluşan bir ölçektir. Katılımcılar yaşadıkları olayın inanç ve hedeflerini ne
düzeyde bozduğunu 5’li derecelendirme (1 = hiç, 5 = çok fazla) ile değerlendirmektedirler. Ölçek
geliştirilirken, ölçeğin psikometrik özellikleri 3 ayrı çalışma ile sınanmıştır. İlk çalışmada 17 madde ile
yürütülen açımlayıcı (explanatory) faktör analizi bulguları ölçeğin 3 alt boyuttan oluştuğunu göstermiştir. Bu
aşamada 2 madde psikometrik özellikleri nedeniyle ölçekten çıkarılmıştır. Geriye kalan 15 madde ile 3 alt
boyut üzerinden yürütülen doğrulayıcı (confirmatory) faktör analizi sonucunda ölçeğin, inançlardaki
bozulmalar (belief violations) (5 madde), içsel hedeflerdeki bozulmalar (intrinsic goal violations) (5 madde)
ve dışsal hedeflerdeki bozulmalar (extrinsic goal violations) (3 madde) olmak üzere 3 alt boyut ve 13
maddeden oluştuğu belirlenmiştir. İkinci çalışmada ölçeğin alt boyutlarının Cronbach alfa güvenirlik
katsayıları sırasıyla .72, .66 ve .61; iki yarı güvenirliği katsayıları ise .80, .66, ve .61 olarak hesaplanmıştır.
GABÖ’nün alt boyutlarının sırasıyla depresyon (rinanç = .61, pinanç < .01; riçsel = .36, piçsel < .01; rdışsal = .40,
pdışsal < .01) kaygı (rinanç = .54, pinanç < .01; riçsel = .39, piçsel < .01; rdışsal = .36, pdışsal < .01), stres (rinanç = .56,
pinanç < .01; rinanç = .34, pinanç < .01; rdışsal = .33, pdışsal < .01) ve TSSB belirtileri (rinanç = .60, pinanç < .01; riçsel =
.39, piçsel < .01; rdışsal = .42, pdışsal < .01) ile korelasyonu incelenerek ölçeğin eş zamanlı geçerliğinin yüksek
düzeyde olduğu gösterilmiştir. Ayrıca, bir ay içinde İnançlardaki Bozulmalar (GABÖ-İnanç) alt boyutunda
meydana gelen değişimin, depresyon (r = .16, p < .05), kaygı (r = .26, p < .01) ve TSSB belirtilerinde (r =
.27, p < .01); İçsel Hedeflerdeki Bozulmalar (GABÖ-İçsel) alt boyutundaki değişimin TSSB belirtilerinde (r
= .29, p < .01); Dışsal Hedeflerdeki Bozulmalar (GABÖ-Dışsal) alt boyutundaki değişimin ise hem
depresyon (r = .24, p < .01), kaygı (r = .27, p < .01), stres (r = .27, p < .01) hem de TSSB belirtilerinde (r
= .34, p < .01) bir ay içinde meydana gelen değişimler ile ilişkili olduğu belirlenmiştir. Son olarak, üçüncü
çalışmada ise GABÖ alt boyutlarından alınan puanlarda, travmatik ve/veya stres verici olayın türüne göre
farklılaşma olup olmadığı ANOVA analizi ile incelenmiştir. Buna göre, yakın birinin kaybının daha çok
inançlarda bozulmalara, yakın ilişki sorunlarının ise içsel hedeflerde bozulmalara sebep olabileceği
belirtilmiştir. Dışsal hedeflerdeki bozulmalarda ise olay türüne göre bir farklılık gözlenmemiştir.
Temel İnançlar Envanteri (TİE): Cann ve arkadaşları (2010) tarafından travmatik veya stres verici bir
yaşantının sonrasında kişilerin temel inançlarının ne düzeyde sarsıldığını değerlendiren bir ölçektir. TİE ile
kişilerden yaşadıkları olayın temel inançlarını ne düzeyde sarstığını 6’lı derecelendirme (0 = hiç olmadı, 5 =
çok büyük düzeyde) ile değerlendiren ve 9 maddeden oluşan tek faktörlü bir ölçektir. Yürütülen üç ayrı
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
427
www.nesnedergisi.com
çalışmanın sonucuna göre, ölçeğin iç tutarlılık değerleri .82 ile .89 arasında değişmektedir. Ölçeğin test-
tekrar test güvenirliği ise .69’dur. TİE, ayrıca, Travma Sonrası Gelişim Ölçeği (TSGÖ) (r = .57, p < .001) ve
Yaşam Doyumu Ölçeği (r = -.30, p < .001) ile pozitif yönde korelasyon göstermektedir. Dilimize Haselden
(2014) tarafından çevrilen TİE Türkçe formunun, ‘Diğer İnsanlara Yönelik Temel İnançlar’ ve ‘Kendiliğe
Yönelik Temel İnançlar’ olmak üzere iki faktörlü bir yapı gösterdiği belirlenmiştir. Ölçeğin, Cronbach alfa
değeri ‘Diğer İnsanlara Yönelik Temel İnançlar’ alt boyutu için .90, ‘Kendiliğe Yönelik Temel İnançlar’ alt
boyutu için .82 ve ölçeğin tamamı için ise .87 olarak hesaplanmıştır. Olay Etkisi Ölçeği (r = .43, p < .01),
TSGÖ (r = .54, p < .01), Olay İlişkili Ruminasyon Envanteri (r = .67, p < .01) ve Başa Çıkma Stilleri Ölçeği
(r = .31, p < .01) ile pozitif yönde korelasyon göstermiştir. Mevcut çalışmada ölçeğin Cronbach alfa değeri
.86 olarak hesaplanmıştır.
Stres Değerlendirme Ölçeği (SDÖ): Peacock ve Wong (1990) tarafından kişilerin strese dair birincil ve
ikincil bilişsel değerlendirmelerini ölçmek amacıyla geliştirilmiş, 5'li derecelendirme (0= hiç, 4= aşırı
düzeyde) ile değerlendirilen 24 maddelik bir ölçektir. Mevcut çalışmada belirli bir strese yönelik
değerlendirmeyi ölçen SDÖ-Durumluk formu kullanılmıştır. Ölçek; tehdit (SDÖ-Tehdit), merkezilik (SDÖ-
Merkezilik), kimse tarafından kontrol edilemez (SDÖ-Kontrol Dışı), kendi tarafından kontrol edilebilir
(SDÖ-Kontrol), diğerleri tarafından kontrol edilebilir (SDÖ-Diğerleri Kontrol) ve meydan okuma (SDÖ-
Meydan Okuma) olmak üzere 6 alt boyuttan oluşmaktadır. SDÖ’nün alt boyutlarının iç tutarlılık değeri .51
ile .90 arasında değişmektedir. SDÖ-Tehdit (r = .36, p < .001, r = .55, p < .001), SDÖ-Merkezilik (r = .33, p
< .001, r = .40, p < .001) ve SDÖ-Kontrol Dışı (r = .24, p < .01, r = .37, p < .001) alt boyutları, sırasıyla,
olumsuz psikolojik belirtiler ve disforik duygudurum ile pozitif yönde korelasyon göstermektedir. SDÖ-
Meydan Okuma (r = -.19, p < .05) ve SDÖ-Kontrol (r = -.26, p < .01) disforik duygudurum ile, SDÖ-
Diğerleri Kontrol ise hem olumsuz psikolojik belirtiler (r = -.20, p < .05) hem de disforik duygudurum (r = -
.29, p < .001) ile negatif yönde korelasyon göstermektedir. Durak ve Durak (2012) SDÖ’nün psikometrik
özelliklerini incelemişlerdir. Buna göre, ölçeğin Türkçe formunun; SDÖ-Tehdit, SDÖ-Kontrol Dışı, SDÖ-
Kontrol, SDÖ-Diğerleri Kontrol ve SDÖ-Meydan Okuma olmak üzere beş faktörlü bir yapı gösterdiği
bulunmuştur (Durak ve Durak, 2012). SDÖ Türkçe formunun iç tutarlılık katsayısı üniversite öğrencisi
örneklemi için .70 ile .90 arasında; genel örneklem için ise .68 ile .87 arasında değişmektedir. Durumluk
kaygı puanları, SDÖ-Tehdit (r = .46, p < .001) ve SDÖ-Kontrol Dışı (r = .22, p < .001) alt boyutları ile
pozitif; SDÖ-Meydan Okuma (r = -.14, p < .001), SDÖ-Kontrol (r = -.30, p < .001) ve SDÖ-Diğerleri
Kontrol (r = -.18, p < .001) ile ise negatif yönde korelasyon göstermektedir. Mevcut çalışmada ölçeğin
Cronbach alfa değerleri, SDÖ-Tehdit için .86, SDÖ-Meydan Okuma için .62, SDÖ-Kontrol Dışı için .79,
SDÖ-Kontrol için .85 ve SDÖ-Diğerleri Kontrol için .89 olarak hesaplanmıştır.
Depresyon Anksiyete Stres Ölçeği (DASÖ-21). Lovibond ve Lovibond (1995) tarafından depresyon, kaygı
ve stresi ölçmek amacıyla geliştirilmiş, 3 boyutlu ve katılımcıların son bir hafta içinde nasıl hissettiklerini
4’lü derecelendirme (0 = hiçbir zaman, 3 = her zaman) ile değerlendirdikleri 21 maddelik bir ölçektir.
Kişilerin depresyon, kaygı ya da stres düzeyleri (normal-hafif-orta-ileri-çok ileri), her bir alt ölçekten alınan
puanların toplanıp 2 ile çarpılmasından sonra puantaj tablosu üzerinden hesaplanmaktadır. Ölçeğin
Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı depresyon alt ölçeği için .91, kaygı alt ölçeği için .84 ve stres alt ölçeği
için .90’dır. Anksiyete alt ölçeğinin Beck Anksiyete Ölçeği ile korelasyonu .81; depresyon alt ölçeğinin
Beck Depresyon Ölçeği ile korelasyonu .74’tür. Bilgel ve Bayram (2010) tarafından kültürümüze uyarlanan
ölçeğin Türkçe formunun Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı depresyon alt ölçeği için .92, kaygı alt ölçeği
için .86 ve stres alt ölçeği için .88 olarak hesaplanmıştır (Bilgel ve Bayram, 2010). Mevcut çalışmada
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
428
www.nesnedergisi.com
ölçeğin Cronbach alfa değerleri, depresyon alt ölçeği için .92, kaygı alt ölçeği için .89 ve stres alt ölçeği için
.87 olarak hesaplanmıştır.
Travma Sonrası Stres Bozukluğu Soru Listesi-Sivil Versiyonu (TSSB-Sivil): Weathers ve arkadaşları
(1993) tarafından travma sonrası stres belirtilerini ölçmek amacıyla geliştirilmiştir. TSSB-Sivil kişilerin son
bir ayda travma sonrası stres belirtilerini ne düzeyde deneyimlediklerini 5’li derecelendirme (0 = hiç, 4 =
fazla) ile değerlendirdikleri 17 madde ve 3 alt boyuttan oluşan bir ölçektir. Tüm ölçeğin Cronbach alfa
güvenirlik katsayısı .97’dir. TSSB-Sivil’in Olay Etkisi Ölçeği ile korelasyonu .90’dır. Ölçeğin Türkçe
formunun psikometrik özellikleri Kocabaşoğlu ve arkadaşları (2005) tarafından incelenmiş ve Cronbach alfa
güvenirlik katsayısı ise .92 olarak hesaplanmıştır. Klinisyen tarafından uygulanan Travma Sonrası Stres
Bozukluğu Ölçeği (CAPS) ile TSSB-Sivil’in tamamı (r = .66, p < .001) ve yeniden yaşama (r = .62, p <
.001), kaçınma (r = .46, p < .001), aşırı uyarılma (r = .56, p < .001) alt ölçekleri ile pozitif yönde ilişkili
bulunmuştur. Ölçeğin kesme puanı 22-24 arasındadır. Mevcut çalışmada ölçeğin Cronbach alfa güvenirlik
katsayısı yeniden yaşama alt boyutu için .86, kaçınma alt boyutu için .83, aşırı uyarılma alt boyutu için .86
ve tüm ölçek için .93 olarak hesaplanmıştır.
İşlem
Ölçek maddeleri Türkçe’ye üç araştırmacı tarafından, birbirlerinden bağımsız olarak, çevrilmiştir.
Ardından en uygun çeviri cümleleri seçilerek oluşturulan Türkçe formun İngilizceye geri çevirisi ise
İngilizce ve Türkçeye hakim iki ayrı psikolog tarafından yapılmıştır. Geri çeviriler araştırmacılar tarafından
orijinal maddelerle karşılaştırılmış ve ölçeğe son hali verilmiştir.
Araştırma için Dokuz Eylül Üniversitesi Edebiyat Fakültesi Etik Kurulu’ndan gerekli izinler
alındıktan sonra katılımcılara 4 Nisan 2018-2 Mayıs 2018 tarihleri arasında, Google Formlar programı
kullanılarak internet üzerinden ulaşılmıştır. Ölçekler sunulmadan önce katılımcılara bilgilendirilmiş onam
metni sunulmuş ve araştırmaya katılmayı kabul eden kişiler ile uygulamaya devam edilmiştir. Bu
katılımcılardan son 5 yıl içerisinde, önemli ölçüde stres yaratan ve psikolojik ya da fiziksel iyi oluşu
etkileyen (yaralanma, aileden birinin ölümü, deprem vb.) olumsuz bir olay yaşadığını bildirenler araştırmaya
dahil edilmiştir. Araştırmaya katılan kişilerden, onları etkileyen olumsuz olayın ne olduğunu belirtmeleri ve
ölçek setinde bulunan diğer soruları belirttikleri olayı göz önünde bulundurarak değerlendirmeleri
istenmiştir. Tüm ölçeklerin doldurulması yaklaşık 20 dakika sürmüştür.
Ölçeğin Türkçe formunun test-tekrar test güvenirliğini değerlendirmek için Dokuz Eylül
Üniversitesi Edebiyat Fakültesi’nde okuyan lisans öğrencilerine sınıf ortamında anket seti uygulanmıştır.
Katılımcılara araştırma hakkında bilgi verilmiş ve onayları alındıktan sonra anket setlerine bir takma ad
yazmaları istenmiştir. İlk uygulamada 112 katılımcıya ulaşılmış, 15 gün sonra yapılan ikinci uygulamada, bu
katılımcılardan 65’ine ulaşılıp GABÖ tekrar uygulanmış ve test-tekrar test güvenirliği incelenmiştir.
Bulgular
Faktör Yapısı
GABÖ’nün Türkçe formunun yapı geçerliği katılımcılardan elde edilen verilere hem Açımlayıcı
Faktör Analizi (Exploratory Factor Analysis) hem de Doğrulayıcı Faktör Analizi (Confirmatory Factor
Analysis) yapılarak sınanmıştır.
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
429
www.nesnedergisi.com
Açımlayıcı Faktör Analizi
Ölçeğin açımlayıcı faktör analizi için, temel eksenler analizi ve varimax döndürme yöntemi
kullanılmıştır. Buna göre, Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) katsayısı (.83) ve Bartlett Sphericity testi [χ² (78) =
2870.82, p < .001] incelenerek ölçeğin açımlayıcı faktör analizine uygun olduğuna karar verilmiştir. Faktör
sayısı serbest bırakıldığında ölçeğin orijinal formu ile uyumlu şekilde öz değeri 1’den büyük 3 faktörden
oluştuğu ve bu 3 faktörün toplam varyansın % 50.22’sini açıkladığı belirlenmiştir. Tablo 2’de görüleceği
gibi, varyansın % 17.80’i birinci faktör (GABÖ-İçsel); % 16.45’i ikinci faktör (GABÖ-Dışsal); % 15.97’si
ise üçüncü faktör (GABÖ-İnanç) tarafından açıklanmıştır.
Ölçeğin Türkçe formunda, orijinal ölçekte olduğu gibi 5 maddeden (6, 7, 8, 9, 13) oluşan ilk faktör
“İçsel Hedeflerdeki Bozulmalar” (GABÖ-İçsel); 3 maddeden (10, 11, 12) oluşan ikinci faktör “Dışsal
Hedeflerdeki Bozulmalar” (GABÖ-Dışsal) ve son olarak 5 maddeden (1, 2, 3, 4, 5) oluşan üçüncü faktör
“İnançlardaki Bozulmalar” (GABÖ-İnanç) olarak adlandırılmıştır. Bu çalışmada, her bir madde orijinal
ölçekte yer aldığı faktöre yüklenmiştir. Faktörler arası ilişkiler incelendiğinde, her bir faktör arasında
istatistiksel olarak anlamlı şekilde ilişki olduğu görülmüştür. Buna göre, hem GABÖ-İnanç ile GABÖ-İçsel
(r = .36, p < .001) ve GABÖ-Dışsal (r = .29, p < .001) arasında hem de GABÖ-İçsel ile GABÖ-Dışsal
arasında (r = .57, p < .001) pozitif yönde anlamlı ilişki bulunmaktadır.
Doğrulayıcı Faktör Analizi
GABÖ Türkçe formunun üç faktörlü yapısının Türkiye örnekleminde doğrulanıp
doğrulanmayacağını incelemek amacıyla, IBM AMOS 23 programı kullanılarak, Doğrulayıcı Faktör Analizi
uygulanmıştır. Ölçeğin faktör yapısını değerlendirmek için birinci düzey çok faktörlü model oluşturulmuş ve
analizler Maksimum Benzerlik (Maximum Likelihood) yöntemi kullanılarak yürütülmüştür. Bu yöntem
çoklu normallik varsayımının karşılanmasını gerektirdiği için, analiz öncesinde çoklu uç değerler olduğu (p
Tablo 2
Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeğinin Açımlayıcı Faktör Analizi Sonuçları
Maddeler GABÖ-İnanç GABÖ-İçsel GABÖ-Dışsal
GABÖ1 .64 .18 .10
GABÖ2 .77 .03 .12
GABÖ3 .67 .01 .05
GABÖ4 .48 .23 .06
GABÖ5 .49 .32 .08
GABÖ6 .21 .66 .16
GABÖ7 .18 .64 .25
GABÖ8 .12 .46 .34
GABÖ9 .14 .58 .19
GABÖ13 .06 .65 .17
GABÖ10 .12 .26 .85
GABÖ11 .10 .26 .87
GABÖ12 .13 .43 .59
Özdeğer 1.17 4.71 1.97
Açıklanan Varyans (%) 15.97 17.80 16.45
Not: Cronbach alfa katsayısı tüm ölçek için .85’tir.
GABÖ = Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeği, GABÖ-İçsel = İçsel Hedeflerdeki Bozulmalar Alt Ölçeği, GABÖ-İnanç = İnançlardaki Bozulmalar Alt Ölçeği, GABÖ-Dışsal = Dışsal Hedeflerdeki Bozulmalar Alt Ölçeği
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
430
www.nesnedergisi.com
< .001) tespit edilen 7 kişi veri setinden çıkarılmıştır. Öncelikle ölçeği oluşturan maddelerin çoklu normal
dağılıp dağılmadığı değerlendirilmiştir. Ardından, modelin genel uyumunu değerlendirmek amacıyla Ki-
Kare Uyum Testi (χ²) ve Ki-Kare Uyum Testinin Serbestlik Derecesine oranı (χ²/sd); mutlak uyumunu
değerlendirmek amacıyla İyilik Uyum İndeksi (GFI) ve Düzeltilmiş İyilik Uyum İndeksi (AGFI);
karşılaştırmalı uyumunu değerlendirmek amacıyla Yaklaşık Hataların Ortalama Karekökü (RMSEA) ve
Karşılaştırmalı Uyum İndeksi (CFI) değerleri incelenmiştir. Artık temelli uyum indekslerinden ise
Standardize Edilmiş Ortalama Hataların Karekökü (SRMR) hesaplanmıştır (Karagöz, 2016).
Şekil 1. Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeğinin Doğrulayıcı Faktör Analizi Sonuçları
Analiz sonuçlarına göre, modelin çoklu basıklık kritik değeri 13.96 olarak bulunmuştur. Bu değerin
10’dan büyük olması, ölçeği oluşturan maddelerin çoklu normal dağılımı ile ilgili probleme işaret etmekle
beraber, bu durumda analiz sonuçlarının hala kabul edilebilir olduğu belirtilmektedir (Karagöz, 2016;
Gürbüz, 2019). Ancak ilk kurulan modelin iyi uyum sağlamadığı görülmüştür [χ²(62, N = 557) = 316.64, p <
.00, χ²/sd = 5.11, GFI = .92, AGFI = .88, CFI = .91, RMSEA = .09, SRMR = .06] (Erkorkmaz ve ark., 2013;
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
431
www.nesnedergisi.com
Karagöz, 2016). Bu nedenle, önerilen modifikasyon indeksleri değerlendirilmiş ve kuramsal olarak uygun
olan düzeltmeler gerçekleştirilmiştir. GABÖ-İnanç faktörüne ait 2. ve 3. maddelerin hataları arasında
kovaryanslar oluşturulmuş ve analiz tekrarlanmıştır. Elde edilen sonuçlara göre, yapılan düzeltmeden sonra
modelin kabul edilebilir düzeyde uyum sağladığı görülmüştür [χ²(61, N = 557) = 217.28, p < .00 χ²/sd =
3.56, GFI = .95, AGFI = .92, CFI = .95, RMSEA = .07, SRMR = .05] (Erkorkmaz ve ark., 2013;
Schermelleh-Engel, Mossbrugger ve Müller, 2003). Ki-kare farkı testine göre, uygulanan düzeltmelerin
modelin ki-kare değerinde yarattığı iyileşmenin istatistiksel olarak anlamlı olduğu bulunmuştur [∆χ²(2) =
99.36, p < .001]. Elde edilen modelde, maddelerin faktör yükleri “GMVS-İnanç” alt boyutu için .49 - .74;
“GMVS-İçsel” boyutu için .54 - .75 ve “GABÖ-Dışsal” alt boyutu için ise .73 - .93 aralığındadır. Elde
edilen son model, maddelerin faktör yükleri ve faktörler arası korelasyonlar Şekil 1’de gösterilmiştir.
Geçerlik
Eş Zamanlı ve Ayırt Edici Geçerlik
Ölçeğin eş zamanlı geçerliğini test etmek için Stres Değerlendirme Ölçeği (SDÖ), Depresyon,
Anksiyete, Stres Ölçeği (DASÖ-21), TSSB Tarama Listesi-Sivil Versiyonu (TSSB-Sivil) ve ayrıca olayın
algılanan stres vericilik düzeyi ile GABÖ’nün toplam puanı ve alt ölçek puanları arasındaki ilişkiler
incelenmiştir. Tablo 3’te görüldüğü gibi, GABÖ ve GABÖ’nün tüm alt ölçekleri ile depresyon, kaygı, stres
ve TSSB-Sivil pozitif yönde ilişkili bulunmuştur. Ancak, GABÖ ve alt ölçekleri SDÖ’nün alt ölçekleriyle
farklı şekillerde ilişkilidir. GABÖ toplam puanı ve alt ölçekleri, SDÖ-Tehdit ve SDÖ-Kontrol Dışı ile pozitif
yönde anlamlı olarak ilişkilidir. SDÖ-Meydan Okuma ile ise sadece GABÖ-İçsel ve GABÖ-Dışsal anlamlı
yönde pozitif fakat düşük korelasyon göstermiştir. SDÖ-Kontrol GABÖ toplam puanı, GABÖ-İnanç ve
GABÖ-Dışsal ile negatif yönde düşük düzeyde ilişkilidir. SDÖ-Diğerleri Kontrol ise benzer şekilde GABÖ
toplam, GABÖ-İnanç ve GABÖ-Dışsal ile düşük düzeyde ve negatif olarak ilişkilidir. Ayrıca olayın
algılanan stres vericiliği arttıkça, GABÖ ve alt ölçeklerinden alınan puanların da arttığı görülmüştür.
GABÖ’nün Türkçe formunun ayırt edici geçerliğini değerlendirmek için, GABÖ ve TİE’nin DASÖ-
21, TSSB-Sivil ve SDÖ alt ölçekleri ile olan korelasyonları karşılaştırılmıştır. Tablo 3’ten görülebileceği
gibi GABÖ toplam puanının; depresyon, kaygı, stres ve TSSB belirtileri ile TİE’ye göre daha yüksek
Tablo 3
GABÖ ve TİE’nin Depresyon, Anksiyete, Stres, TSSB ve SDÖ Ölçekleri ile Korelasyonları
TİE
GA
BÖ
-
Tü
m
Ölç
ek
GA
BÖ
-
İnan
ç
GA
BÖ
-
İçse
l
GA
BÖ
-
Dış
sal
DASÖ-D .47*** .50*** .44*** .36*** .36***
DASÖ-A .41*** .44*** .36*** .33*** .35***
DASÖ-S .46*** .52*** .45*** .39*** .37***
TSSB .48*** .52*** .45*** .40*** .35***
SDÖ-Tehdit .50*** .50*** .40*** .42*** .34***
SDÖ-Meydan Okuma .08* .10* .11**
SDÖ-Kontrol Dışı .20*** .21*** .26*** .13** .09*
SDÖ-Kontrol -.13** -.15** -.08*
SDÖ-Diğerleri Kontrol -.12** -.10** -.11*
Algılanan Stres .33*** .31*** .29*** .25*** .18*** *p < .05; **p < .01; ***p < .001
Not. GABÖ = Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeği, GABÖ-İçsel = İçsel Hedeflerdeki Bozulmalar Alt Ölçeği, GABÖ-İnanç = İnançlardaki Bozulmalar Alt Ölçeği, GABÖ-Dışsal = Dışsal
Hedeflerdeki Bozulmalar Alt Ölçeği, TİE = Temel İnançlar Envanteri, DASÖ-D = Depresyon Anksiyete Stres Ölçeği Depresyon alt boyutu, DASÖ-A = Depresyon Anksiyete Stres Ölçeği
Anksiyete alt boyutu, DASÖ-S = Depresyon Anksiyete Stres Ölçeği Stres alt boyutu, TSSB = Travma Sonrası Stres Bozukluğu Soru Listesi-Sivil Versiyon toplam puanı, SDÖ-Tehdit = Stres
Değerlendirme Ölçeği tehdit alt boyutu, SDÖ-Meydan Okuma = Stres Değerlendirme Ölçeği meydan okuma alt boyutu, SDÖ-Kontrol Dışı = Stres Değerlendirme Ölçeği kimse tarafından kontrol
edilemez alt boyutu, SDÖ-Kontrol = Stres Değerlendirme Ölçeği kendi tarafından kontrol edilebilir alt boyutu, SDÖ-Diğerleri Kontrol = Stres Değerlendirme Ölçeği diğerleri tarafından kontrol
edilebilir alt boyutu.
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
432
www.nesnedergisi.com
korelasyonu olduğu sonucuna ulaşılmıştır. Ayrıca, TİE ile SDÖ-Kontrol ve SDÖ-Diğerleri Kontrol arasında
anlamlı bir korelasyon bulunmazken, bu alt ölçekler GABÖ ile düşük fakat anlamlı negatif korelasyon
göstermiştir.
Artımlı Geçerlik
Ölçeğin depresyon, kaygı, stres ve TSS belirtilerini yordama gücünü, incelemek amacıyla hiyerarşik
regresyon analizleri yürütülmüştür. Bu amaçla, her bir bağımlı değişken için ilk adımda TİE, ikinci adımda
ise GABÖ toplam puanı eşitliğe girilmiştir. TİE ilk aşamada depresyona ilişkin varyansın % 22’sini [F(1,
562) = 159.87, R2 = .22, β = .47, t(562) = 12.64, p < .001], kaygıya ilişkin varyansın % 17’sini [F(1, 562) =
111.45, R2 = .17, β = .41, t(562) = 10.56, p < .001], strese ilişkin varyansın % 21’ini [F(1, 562) = 148.78, R2
= .21, β = .46, t(562) = 12.20, p < .001] ve TSS belirtilerine ilişkin varyansın % 23’ünü [F(1, 562) = 169.08,
R2 = .23, β = .48, t(562) = 13, p < .001] açıklamaktadır. İkinci aşamada, TİE’nin etkisi kontrol edildiğinde
dahi, GABÖ’nün depresyon [ΔF(1, 561) = 52.05, ΔR2 = .07, p < .001], kaygı [ΔF(1, 561) = 38.04, ΔR2 =
.05, p < .001], stres [ΔF(1, 561) = 66.45, ΔR2 = .08, p < .001] ve TSS belirtilerine [ΔF(1, 561) = 59.12, ΔR2
= .07, p < .001] ait varyanslara istatistiksel olarak anlamlı şekilde katkı sağladığı görülmüştür. Buna göre
GABÖ, depresyonu [β = .34, t(561) = 7.22, p < .001], kaygıyı [β = .31, t(561) = 6.17, p < .001], stresi [β =
.39, t(561) = 8.15, p < .001] ve TSS belirtilerini [β = .36, t(561) = 7.69, p < .001] istatistiksel olarak anlamlı
şekilde yordamaktadır. TİE’nin etkisi kontrol edildikten sonra GABÖ’nün alt boyutları incelendiğinde ise,
GABÖ-İnanç alt ölçeğinin depresyonu [β = .21, t(559) = 4.19, p < .001], kaygıyı [β = .12, t(559) = 2.41, p =
.02], stresi [β = .24, t(559) = 4.82, p < .001] ve TSS belirtilerini [β = .21, t(559) = 4.27, p < .001]; GABÖ-
İçsel alt ölçeğinin yalnızca stresi [β = .12, t(559) = 2.64, p = .01] ve TSS belirtilerini [β = .15, t(559) = 3.33,
p < .01]; GABÖ-Dışsal alt ölçeğinin ise depresyonu [β = .18, t(559) = 4.04, p < .001], kaygıyı [β = .19,
t(559) = 4.17, p < .001], stresi [β = .17, t(559) = 3.78, p < .001] ve TSS belirtilerini [β = .12, t(559) = 2.83, p
= .01] yordadığı sonucuna ulaşılmıştır.
Ek olarak, GABÖ toplam puanının, SDÖ’nün alt ölçekleri ile olan ilişkisi benzer şekilde TİE
modele ilk aşamada girilerek, hiyerarşik regresyon analizleri ile sınanmıştır. Analiz sonuçlarına göre,
TİE’nin etkisi kontrol edildiğinde, GABÖ’nün SDÖ-Tehdit [ΔF(1, 561) = 41.99, ΔR2 = .05, β = .31, t(561)
= 6.48, p < .001] ve SDÖ-Kontrol Dışı alt ölçeklerini [ΔF(1, 561) = 6.66, ΔR2 = .01, β = .14, t(561) = 2.58,
p = .01] pozitif yönde; SDÖ-Kontrol [ΔF(1, 561) = 9.88, ΔR2 = .02, β = -.18, t(561) = -3.14, p < .01] ve
SDÖ-Diğerleri Kontrol alt ölçeklerini [ΔF(1, 561) = 5.88, ΔR2 = .01, β = -.14, t(561) = -2.42, p = .02] ise
negatif yönde yordadığı belirlenmiştir. Ancak GABÖ, SDÖ-Meydan Okuma alt ölçeğini yordamamaktadır.
Güvenirlik
İç Tutarlılık
GABÖ’nün Türkçe formunun güvenirliğini incelemek amacıyla, her bir alt ölçeğin Cronbach alfa iç
tutarlılık değerleri ve madde-toplam puan korelasyonları hesaplanmıştır. İç tutarlılık analiz sonuçlarına göre,
tüm ölçek için Cronbach alfa değeri .85; GABÖ-İnanç için .77; GABÖ-İçsel için .79; GABÖ-Dışsal için
.87’dir. Madde-toplam korelasyonlarının, tüm ölçek için .34 ile .60 arasında değiştiği bulunmuştur. Madde-
toplam puan korelasyon katsayılarının tamamı Tablo 4’te verilmiştir.
Test-Tekrar Test Güvenirliği
GABÖ’nün Türkçe formu 18-30 yaş arasında (Ort. = 21.05, S = 1.67), 48’i kadın ve 17’si erkek
olmak üzere, toplam 65 lisans öğrencisine 15 gün arayla tekrar uygulanmıştır. Buna göre, test-tekrar test
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
433
www.nesnedergisi.com
korelasyon katsayısının GABÖ’nün tamamı için .79, GABÖ-İnanç alt ölçeği için .79, GABÖ-İçsel alt ölçeği
için .68 ve GABÖ-Dışsal alt ölçeği için ise .66 olduğu tespit edilmiştir. Test-tekrar test yapılan örneklem
grubuna ait sosyodemografik özellikler Tablo 5’te verilmiştir.
Tablo 4
Ölçek Maddelerinin ve GABÖ’nün Ortalamaları, Standart Sapmaları ve Madde-Toplam Korelasyonları
Maddeler Ort. S
Madde-Toplam
Korelasyonları
Madde Çıkarıldığında
Alfa Katsayısı
GABÖ1
GABÖ2
GABÖ3
GABÖ4
GABÖ5
GABÖ6
GABÖ7
GABÖ8
GABÖ9
GABÖ10
GABÖ11
GABÖ12
GABÖ13
3.65
2.81
2.29
3.54
3.85
3.28
3.11
3.17
3.97
3.14
3.17
2.91
3.62
1.38
1.44
1.43
1.42
1.38
1.36
1.40
1.36
1.23
1.43
1.43
1.44
1.38
.47
.44
.34
.41
.48
.57
.59
.50
.50
.59
.58
.60
.48
.84
.84
.85
.84
.84
.83
.83
.84
.84
.83
.83
.83
.84
GABÖ-Tüm Ölçek
GABÖ-İnanç
GABÖ-İçsel
GABÖ-Dışsal
3.27
3.23
3.43
3.08
.83
1.02
1
1.28
GABÖ = Genel Anlamdaki Bozulmalar Ölçeği, GABÖ-İçsel = İçsel Hedeflerdeki Bozulmalar Alt Ölçeği, GABÖ-İnanç = İnançlardaki Bozulmalar
Alt Ölçeği, GABÖ-Dışsal = Dışsal Hedeflerdeki Bozulmalar Alt Ölçeği
Tablo 5
Tekrar Test Örnekleminin Sosyodemografik Özellikleri Değişkenler N %
Eğitim Düzeyi
Üniversite Öğrencisi 63 96.90
Üniversite Mezunu 2 3.10 Medeni Durum
Bekar 63 96.90
Evli 1 1.50 Diğer 1 1.50
Çocuk
Yok 65 100 Çalışma Durumu
Çalışan 6 9.20
Çalışmayan 59 90.80 Aylık Gelir
0-999 33 50.80
1000-1999 16 24.60 2000-2999 1 1.50
3000-3999 3 4.60
4000 ve üzeri 7 10.80 Psikiyatrik Tanı
Alan 44 67.70
Almayan 21 32.30
Cinsiyetler Arası Karşılaştırmalar
GABÖ’nün toplam puanın cinsiyete göre bir farklılık gösterip göstermediğini belirlemek için
bağımsız örneklemler için t testi analizi kullanılmıştır. GABÖ’nün alt boyutlarından alınan puanların
cinsiyete göre farklılık gösterip göstermediğini belirlemek için ise çok değişkenli varyans analizi
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
434
www.nesnedergisi.com
(MANOVA) uygulanmıştır. Cinsiyetini ‘diğer’ olarak belirten 6 kişi bu analizlere dahil edilmemiştir. Buna
göre, kadınların (Ort. = 3.34, S = .79) GABÖ’nün tümünden aldığı puanlar, erkeklerin puanından (Ort. =
3.11, S = .90) anlamlı şekilde daha yüksek bulunmuştur [t (556) = 2.93, p < .01, Cohen’s d = .27].
GABÖ’nün alt boyutları için cinsiyetler arası fark olup olmadığı MANOVA ile incelendiğinde, bağımlı
değişkenlerin kovaryans matrislerinin eşit dağıldığı (Box’s M = 9.78, p = .14) ve tüm modelin anlamlı
olduğu görülmüştür [Wilks Lambda = .97, F(3, 554) = 5.49, p = .001), η2 = .03]. Buna göre, kadınların (Ort.
= 3.31, S = .98) GABÖ-İnanç alt ölçeğinden aldığı puanlar erkeklerin aldığından (Ort. = 3.02, S = 1.09)
anlamlı şekilde yüksektir [F(1, 556) = 9, p = .003, η2 = .02]. Aynı şekilde GABÖ-İçsel alt ölçeğinden
kadınların aldığı puanlar (Ort. = 3.51, S = .96) erkeklerin aldığı puandan (Ort. = 3.23, S = 1.06) anlamlı
şekilde yüksek bulunmuştur [F(1, 556) = 8.78, p = .003, η2 = .02]. Ancak, GABÖ-Dışsal alt ölçeğinde
cinsiyetler arası bir farka rastlanmamıştır.
Psikiyatrik Tanı Alma Durumuna Göre Karşılaştırmalar
GABÖ toplam puanının katılımcıların tanı durumuna göre bir farklılık gösterip göstermediğini
belirlemek için bağımsız örneklemler için t testi analizi kullanılmıştır. GABÖ’nün alt boyutlarından alınan
puanların cinsiyete göre farklılık gösterip göstermediğini belirlemek için ise MANOVA uygulanmıştır. Son
olarak GABÖ’den alınan puanlar açısından, cinsiyet ve tanı durumu arasındaki etkileşim iki yönlü varyans
analizi (iki yönlü ANOVA) ve iki yönlü MANOVA ile sınanmıştır. Cinsiyet ve tanı durumu arasındaki
etkileşim incelenirken, cinsiyetini ‘diğer’ olarak bildiren altı kişi analizlere dahil edilmemiştir. Buna göre,
hayatının herhangi bir döneminde tanı almış kişilerin (Ort. = 3.45, S = .74) GABÖ’nün tümünden aldığı
puanlar, tanı almamış olanların puanından (Ort. = 3.15, S = .86) anlamlı şekilde daha yüksek bulunmuştur [t
(534.44) = 4. 45, p < .001, Cohen’s d = .37].
GABÖ’nün alt boyutları için tanı alanlar ve almayanlar arasında fark olup olmadığı MANOVA ile
incelendiğinde, bağımlı değişkenlerin kovaryans matrislerinin eşit dağıldığı (Box’s M = 12.38, p = .06) ve
tüm modelin anlamlı olduğu görülmüştür [Wilks Lambda = .97, F(3, 560) = 6.27, p < .001), η2 = .03]. Buna
göre, tanı alanların GABÖ-İnanç alt ölçeğinden (Ort. = 3.38, S = 1) aldığı puanlar tanı almayanların
puanlarından (Ort. = 3.12, S = 1.02) anlamlı şekilde yüksektir [F(1, 562) = 8.91, p = .003, η2 = .02]. Aynı
şekilde, tanı alanların GABÖ-İçsel (Ort. = 3.62, S = .9) alt ölçeğinden aldığı puanlar tanı almayanların
puanlarından (Ort. = 3.30, S = 1.03) anlamlı şekilde yüksektir [F(1, 562) = 13.83, p < .001, η2 = .02]. Son
olarak, tanı almış olanların GABÖ-Dışsal (Ort. = 2.93, S = 1.26) alt ölçeğinden aldığı puanlar da tanı
almayanlardan anlamlı şekilde yüksek bulunmuştur [F(1, 562) = 11.17, p = .001, η2 = .02]. Ancak, iki yönlü
ANOVA ve MANOVA sonuçlarına göre, GABÖ toplam puanı [F(1, 554) = 1.40, p = .24, η2 = .003],
GABÖ-İnanç [F(1, 554) = 1.56, p = .21, η2 = .003], GABÖ-İçsel [F(1, 554) = .36, p = .55, η2 = .001] ve
GABÖ-Dışsal [F(1, 554) = .74, p = .39, η2 = .001] alt ölçeklerinden alınan puanlar üzerinde cinsiyet ve tanı
durumunun ortak etkisi olmadığı görülmüştür.
Tartışma
Mevcut çalışmada travmatik ya da yüksek düzeyde stres yaratan yaşam olaylarının ardından hem
inançlardaki hem de içsel ve dışsal hedeflerdeki bozulmaları ölçen GABÖ’nün Türkçeye uyarlanması ve
kültürümüzdeki güvenirlik ve geçerliğinin incelenmesi amaçlanmıştır. Uyarlama çalışması sırasında ölçeğin
geliştirildiği orijinal çalışmaya oldukça benzer adımlar takip edilmiştir. Ölçeğin Türkiye örneklemindeki
yapı geçerliği aynı örneklem üzerinden yürütülen Açımlayıcı ve Doğrulayıcı Faktör Analizleri ile
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
435
www.nesnedergisi.com
değerlendirilmiştir. Sonuçlar GABÖ’nün Türkçe formunun orijinal ölçeğe uyumlu bir faktör yapılanmasına
sahip olduğunu göstermiştir. Buna göre, GABÖ Türkçe formunun İnançlardaki Bozulmalar, İçsel
Hedeflerdeki Bozulmalar ve Dışsal Hedeflerdeki Bozulmalar olmak üzere 3 alt faktörden oluştuğu ve her bir
alt faktördeki maddelerin orijinal ölçek formu ile aynı şekilde dağılım gösterdiği belirlenmiştir. Bu durum,
genel anlamı oluşturan alt faktörlerin ülkemizde de batılı örneklemlere benzer olduğuna işaret etmektedir.
Bir ölçeğin bir başka kültürde kullanılabilmesi için öncelikle o ölçeğin kullanılacağı kültürde geçerli
olduğu gösterilmelidir. Bu çalışmada GABÖ’nün yapı, eş zaman, ayırt edici ve artımlı geçerliği (incremental
validity) test edilmiştir. Ölçeğin eş zamanlı geçerliği Stres Değerlendirme Ölçeği (SDÖ), Depresyon,
Anksiyete, Stres Ölçeği (DASÖ-21), TSSB Tarama Listesi-Sivil Versiyonu (TSSB-Sivil) ve olayın algılanan
stres düzeyi ile GABÖ’nün toplam puanı ve alt ölçek puanları arasındaki ilişkiler değerlendirilerek test
edilmiştir. GABÖ’nün pozitif yönde ve en güçlü şekilde DASÖ-Depresyon ve TSS belirtileri ile ilişkili
olduğu bulunmuştur. Orijinal çalışmada, depresyon, kaygı, stres ve TSBB belirtileri ile en güçlü korelasyonu
GABÖ-İnanç alt ölçeği göstermiştir (Park ve ark., 2016). Bu sonuçlar mevcut çalışmada tekrarlanmıştır.
Ayrıca, temel inançlarda travmatik olaya bağlı olarak meydana gelen sarsılmanın etkisinin kontrol edildiği
regresyon analizlerinde de GABÖ’nün depresyon, kaygı, stres ve TSS belirtilerini yordadığı görülmüştür. Bu
bulgu, olumsuz bir olayın ardından genel anlam ve hedeflerde meydana gelen bozulmaların, kişilerde
görülen psikolojik sıkıntılar ile ilişkili olduğunu göstermektedir. Yaşanan travmatik ya da yüksek düzeyde
stresli olaylar beraberinde kişinin genel anlam ve hedeflerinde bozulmalara yol açabilmekte, bu durum da
beraberinde psikolojik sıkıntılara yol açabilmektedir.
Park ve arkadaşlarının (2016) çalışmasında SDÖ-Tehdit, GABÖ ve GABÖ’nün tüm alt boyutları ile
pozitif yönde; SDÖ-Kontrol Dışı ise sadece GABÖ-İnanç ve GABÖ-Dışsal ile pozitif yönde ilişkilidir (Park
ve ark., 2016). Mevcut çalışmada hem SDÖ-Tehdit hem de SDÖ-Kontrol dışı, GABÖ ve GABÖ’nün tüm alt
boyutları ile pozitif yönde ilişkili bulunmuştur. Başka bir ifadeyle, yaşanan olumsuz bir olayın kişiler
tarafından tehdit edici ve kontrol edilemez olarak algılanması (durumsal anlam), aynı zamanda kişilerin
genel inanç ve hedeflerinde (genel anlam) bozulmaya neden olabilmektedir. Türkiye örnekleminde, SDÖ-
Diğerleri Kontrol ve SDÖ-Kontrol; GABÖ’nün tamamı, GABÖ-İnanç ve GABÖ-Dışsal ile negatif yönde
anlamlı şekilde ilişkili bulunmuştur. Diğer bir ifadeyle, kişi maruz kaldığı travmatik veya yüksek düzeyde
stresli olayı kendisi veya başkaları tarafından kontrol edilebilir olarak algılıyorsa (durumsal anlam), bu olay
kişilerin inanç ve dışsal hedeflerinde (genel anlam) daha az bozulmaya yol açmaktadır. Orijinal çalışmada
ise SDÖ-Kontrol, GABÖ-İnanç ve GABÖ-İçsel ile negatif yönde ilişkili bulunmuştur (Park ve ark., 2016).
Öte yandan, orijinal çalışmada SDÖ-Meydan Okuma, GABÖ-İnanç ile negatif ilişkili iken bu çalışmada bu
alt boyutun hem GABÖ-İçsel hem de GABÖ-Dışsal ile pozitif olarak ilişkilidir (Park ve ark., 2016).
Regresyon analizlerinde de TİE kontrol edildikten sonra bile, GABÖ SDÖ’nün Tehdit, Kontrol Dışı,
Kontrol ve Diğerleri Kontrol alt ölçeklerini anlamlı olarak yordamaktadır. Bu çalışmada, yine orijinal
çalışmadan (Park ve ark., 2016) farklı olarak GABÖ, SDÖ-Meydan Okumaya ait varyansı anlamlı şekilde
açıklamamaktadır. Bahsi geçen farklılıklar, SDÖ’nün kültürümüzde farklı faktör yapılanması
göstermesinden kaynaklanıyor olabilir. Örneğin orijinal ölçekte SDÖ-Meydan Okuma alt boyutunda yer alan
“Bu sorunla uğraşmak için ne kadar hevesliyim?” ifadesinin ölçeğin Türkçe formunda SDÖ-Kontrol alt
boyutunda yer aldığı görülmüştür (Durak ve Durak, 2012). Bu farklılıklara rağmen hem ülkemizde hem de
orijinal çalışmanın yürütüldüğü kültürde travmatik yaşantının psikolojik sıkıntılar üzerindeki etkisinde genel
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
436
www.nesnedergisi.com
anlamda meydana gelen bozulmaların ve travmatik yaşantının kişi tarafından nasıl değerlendirildiğinin
önemli bir rolü olduğu görülmektedir.
Bir ölçek ile ilgili diğer bir önemli kriter ise ölçeğin güvenirliğidir. Bu çalışmada GABÖ’nün
güvenirliği test edilmiştir. İç tutarlılık güvenirliği analizleri incelendiğinde ölçeğin yeterli düzeyde Cronbach
alfa katsayılarına sahip olduğu görülmüştür. Ölçeğin test-tekrar test güvenirlik katsayılarının da kabul
edilebilir sınırlarda olması nedeniyle GABÖ Türkçe formunun güvenilir olduğu söylenebilir.
Gruplararası karşılaştırma analizleri incelendiğinde, GABÖ Türkçe formunda, kadınlar hem GABÖ-
İnanç hem de GABÖ-İçsel alt ölçeklerinden erkeklere kıyasla anlamlı şekilde daha yüksek puanlar almış;
fakat GABÖ-Dışsal alt ölçeği için cinsiyetler arası bir fark bulunamamıştır. Bazı araştırma sonuçları kadın
olmanın TSSB için bir risk faktörü olduğunu göstermektedir (Breslau, Davis, Andreski, Peterson ve Schultz,
1997; Jin, Xu ve Liu, 2014). Mevcut çalışmada travmatik olayın kadınların özellikle inanç ve içsel
hedeflerini daha fazla bozuyor olması TSSB’de gözlenen cinsiyet farkı üzerinde etkili olabilir. Mevcut
çalışmada, ayrıca, hayatının herhangi bir döneminde psikiyatrik tanı alanlar ve almayanlar arasında GABÖ
toplam puanı ve alt boyutları açısından bir farklılık olup olmadığı bağımsız örneklemler için t testi ve
MANOVA analizleri yapılarak test edilmiş ve psikiyatrik tanı geçmişi olan kişilerin olmayanlara kıyasla
GABÖ’nün tamamından ve tüm alt boyutlarından anlamlı düzeyde daha yüksek puan aldıkları belirlenmiştir.
Bilindiği üzere travmatik bir yaşantının ardından kişinin anlam dünyasında sorgulamalar olmaktadır (Park ve
ark., 2016). Kişiye hayatı, kendini ve diğerlerini anlama ve algılama noktasında bir çerçeve sağlayan genel
anlamda meydana gelen bozulmalar beraberinde depresyon, kaygı, stres, TSSB gibi psikolojik sıkıntıları
getirebilmektedir (Park, 2008; 2010; Park ve ark., 2016). Bundan dolayı psikiyatrik tanısı olan kişilerin
GABÖ toplam puanlarının daha yüksek olması alanyazın bulguları ile tutarlılık göstermektedir. Fakat yine
de mevcut araştırmada kişilerin psikiyatrik tanıları travmatik yaşantı öncesinde mi sonrasında mı aldıkları
sorgulanmadığı için bu konuda yapılabilecek çıkarımlar kısıtlıdır. Her ne kadar elde edilen GABÖ puanları
açısından cinsiyet ve psikiyatrik tanı geçmişi etkili olsa da cinsiyet ve psikiyatrik tanı geçmişinin
etkileşiminin GABÖ puanları üzerindeki etkisi incelenmiş fakat anlamlı bir etkileşim olmadığı
belirlenmiştir. Başka bir ifade ile, travmanın kişilerin genel anlamlarında meydana getirdiği bozulmalardaki
cinsiyet farkı, kişilerin tanı durumuna bağlı değildir.
Sonuç olarak, bu çalışmada GABÖ Türkçe formun geçerlik ve güvenirlik değerlerinin tatminkar
düzeyde olduğu ve ölçeğin kültürümüzde travmatik veya stres verici bir olay yaşamanın kişilerin genel inanç
ve hedeflerinde (hem içsel hem de dışsal) meydana getirdiği bozulmaları değerlendirmek için uygun
psikometrik özelliklere sahip olduğu görülmüştür. Travmatik veya stres verici olaya maruz kalma yaygınlığı
ülkeler arası farklılıklar göstermekle beraber, bu alanda ülkemizde yürütülen çalışmalar incelendiğinde
rakamların azımsanamayacak kadar yüksek olduğu görülmektedir. Örneğin Gül ve Karancı (2017)
tarafından yürütülen bir çalışmada, araştırmaya katılan kişilerin % 67.3’ü hayatı boyunca en az bir travmatik
olaya maruz kaldığını rapor etmiştir. Bundan dolayı GABÖ’nün ülkemizde yürütülecek travma ve stres
yaşantıları ile ilişkili bilimsel araştırmalarda kullanılmasının ülkemiz alanyazını için önemli olduğu, bu
alandaki kuramların ve travma mağdurları ile yürütülecek müdahale ve psikoterapilerin içeriğinin
genişletilmesine katkı sağlayacağı düşünülmektedir. Bununla beraber, travmatik veya stres verici olaya
maruz kalan herkeste depresyon, kaygı ve TSSB gibi psikolojik sıkıntılar görülmemektedir. Olayın bilişsel
olarak nasıl değerlendirildiği, belleğe nasıl işlendiği (Berntsen ve Rubin, 2006; Ehlers ve Clark, 2000) ve
olayın birey için anlamının ne olduğu (Park ve ark., 2016) travmatik olaya maruz kalmanın sonuçları
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
437
www.nesnedergisi.com
üzerinde etkilidir. Bu bağlamda, GABÖ’nün ülkemizdeki çalışmalarda kullanılması ile olumsuz bir yaşam
olayına maruz kalmanın ardından psikolojik sıkıntıların ortaya çıkıp çıkmayacağını belirleyen sürecin
anlaşılması açısından katkı sağlayacağı düşünülmektedir. Bunun yanı sıra travmatik yaşantının ardından
deneyimlenen psikolojik süreçlerin bireysel farklılıklardan etkilendiği belirtilmektedir. Bu nedenle olumsuz
yaşam olaylarının genel anlam üzerindeki etkisinin farklı kişisel özellikler (örn. kişilik, psikolojik
dayanıklılık, baş etme biçimleri), sosyal faktörler (algılanan sosyal destek, kültür), kaynaklar (Hobfoll, 1989)
ve travma sonrası sürecin en önemli bileşenlerinden olan ruminasyon (Cann ve ark., 2011; Zhou, Wu, Fu ve
An, 2015) ile ilişkisinin araştırılması önemlidir. Böylece, GABÖ’nün dilimize kazandırılması ile genel inanç
ve hedeflerde meydana gelen bozulmaların belirleyicilerinin ortaya çıkarılması, risk faktörlerinin ve
koruyucu olabilecek faktörlerin anlaşılması sağlanabilir. Bu alanda ülkemizde yürütülen araştırmalardan elde
edilen bulgular, psikolojik müdahale ve psikoterapi uygulamaları için yol gösterici olabilir. Öte yandan
travmatik yaşantı sadece psikolojik sıkıntılar açısından riski arttırmamakta, aynı zamanda kişinin yeni bir
bakış açısı oluşturmasını ve gelişmesini sağlayan pozitif bir değişim sürecini de beraberinde
getirebilmektedir (Tedeschi ve Calhoun, 1996). Steger, Owens ve Park (2015), kişilerin genel hedeflerindeki
bozulma düzeyinin travma sonrası gelişim (TSG) düzeyleri ile pozitif yönde ilişkili olduğunu bulmuştur.
Yine de bu alanda henüz yeterli çalışma olmadığı söylenebilir. Bundan dolayı hem ülkemizde hem de
yurtdışında yürütülen çalışmalarda GABÖ’nün TSG ile ilgili çalışmalarda kullanılması alanyazına önemli
katkılar sunacaktır.
Mevcut araştırmanın alanyazına katkılarının yanı sıra bazı sınırlılıkları mevcuttur. Her ne kadar
araştırma sadece öğrenci örneklemi ile değil, yetişkin örneklem ile yürütülmüş olsa da katılımcıların %
46.6’sının üniversite öğrencilerinden oluşması ve cinsiyet açısından dengeli dağılmaması sonuçların
genellenebilirliğini kısıtlamaktadır. Ayrıca, orijinal çalışmada ölçeğin faktör yapısı ve güvenirliği ayrı
örneklemlerde analiz edilmişken, Türkçe uyarlama çalışmasında tüm analizlerin sadece tek bir örneklem ile
gerçekleştirilmesi bu araştırmanın sınırlılıklarından biridir. Araştırmanın bir diğer sınırlılığı ise örnekleme
internet üzerinden ulaşılmış olmasıdır. Bu durum sadece internet kullanımı olan kişilere ulaşılarak
örneklemde yanlılık oluşmasına sebep olmuş olabilir. Ayrıca araştırmada katılımcılardan GABÖ’yü
yaşadıkları travmatik ya da yüksek stresli olayı geriye dönük hatırlayarak doldurmaları istenmiştir. Bu
durum elde edilen sonuçlar üzerinde karıştırıcı bir etkiye neden olmuş olabilir. Mevcut araştırmada
enlemesine-kesitsel desenin kullanılması nedeniyle travmatik olayın ardından bozulan genel anlamın ileride
ortaya çıkabilecek TSSB, depresyon, kaygı ve stres gibi psikolojik sıkıntıları yordayıcılığı bilinmemektedir.
Bu nedenle travma ve stres ilişkili yaşantılar ile ilgili yürütülecek prospektif ve boylamsal çalışmalara
ihtiyaç olduğu düşünülmektedir. Uygulamadaki pratiklikler göz önünde bulundurularak test-tekrar test
çalışmasına sadece üniversite öğrencilerinin dahil edilmesi araştırmanın bir diğer sınırlılığıdır. Her ne kadar
çalışmada psikiyatrik tanısı olan ve olmayan gruplar birbirine yakın dağılıma sahip olsa da araştırmanın
örnekleminin klinik bir gruptan oluştuğunu söylemek zordur. Mevcut araştırmada belirli bir travma türüne
odaklanılmamış ve gruplararası bir karşılaştırma yürütülmemiştir. Fakat farklı travmatik olayların genel
anlamın farklı boyutları üzerinde farklı şekillerde etkili olabileceği düşünülmektedir. Örneğin Park ve
arkadaşları (2016) yakın kaybı yaşamanın hastalık, yaralanma, kaza geçirme veya akademik sorun yaşama
ile kıyaslandığında genel inançlarda daha fazla bozulmaya yol açtığı sonucuna ulaşmışlardır. Ayrıca kişinin
yaşadığı yakın ilişki sorunlarının içsel hedeflere ölüm ya da kayıp yaşantısına kıyasla daha fazla zarar
verdiği belirlenmiştir (Park ve ark., 2016).
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
438
www.nesnedergisi.com
Yukarıda bahsi geçen sınırlılıklardan dolayı gelecekte yürütülecek çalışmalarda araştırma
bulgularının klinik bir örneklemde (özellikle TSSB tanısı olan kişiler) incelenmesi ve Doğrulayıcı Faktör
Analizi için farklı bir örneklem ile analizlerin tekrar yürütülmesi önerilmektedir. Ayrıca GABÖ’nün geçerlik
ve güvenirliğinin spesifik travma grupları için sınanması ve travmadan kaynaklı genel anlamda meydana
gelen bozulmaların psikolojik sıkıntılar ile ilişkisinin farklı gruplarda incelenmesinin alanyazına katkı
sağlayacağı düşünülmektedir.
Kaynaklar
Batthyany, A. ve Russo-Netzer, P. (2014). Meaning in positive and existential psychology. Springer, New
York, NY: Springer.
Battista, J. ve Almond, R. (1973). The development of meaning in life. Psychiatry, 36(4), 409-427.
Baumeister, R. F. (1991). Meanings of life. New York, NY: Guilford.
Berntsen, D. ve Rubin, D. C. (2006). The centrality of event scale: A measure of integrating a trauma into
one’s identity and its relation to post-traumatic stress disorder symptoms. Behaviour Research and
Therapy, 44(2), 219-231.
Bilgel, N. ve Bayram, N. (2010). Turkish version of the depression anxiety stress scale (DASS- 42):
Psychometric properties. Nöropsikiyatri Arşivi Dergisi, 47, 118-126.
Breslau, N., Davis, G. C., Andreski, P., Peterson, E. L. ve Schultz, L. R. (1997). Sex differences in
posttraumatic stress disorder. Archives of General Psychiatry, 54(11), 1044-1048.
Cann, A., Calhoun, L. G., Tedeschi, R. G., Kilmer, R. P., Gil-Rivas, V., Vishnevsky, T. ve Danhauer, S. C.
(2010). The core beliefs inventory: A brief measure of disruption in the assumptive world. Anxiety,
Stress & Coping, 23(1), 19-34.
Cann, A., Calhoun, L. G., Tedeschi, R. G., Triplett, K. N., Vishnevsky, T. ve Lindstrom, C. M. (2011).
Assessing posttraumatic cognitive processes: The event related rumination inventory. Anxiety,
Stress, & Coping, 24(2), 137-156.
Durak, M. ve Durak, E. Ş. (2012). Stres Değerlendirme Ölçeği Süreklilik Formu’nun (SDÖ-S) Türkçe
geçerliliği. Eğitim ve Bilim, 37(165), 48-65.
Ehlers, A. ve Clark, D. M. (2000). A cognitive model of posttraumatic stress disorder. Behaviour Research
and Therapy, 38(4), 319-345.
Erkorkmaz, Ü., Etikan, İ., Demir, O., Özdamar, K. ve Sanisoğlu, S. Y. (2013). Doğrulayıcı faktör analizi ve
uyum indeksleri. Türkiye Klinikleri Journal of Medical Sciences, 33(1), 210-223.
Frankl, V. E. (1992). Man’s search for meaning: An introduction to logotherapy. New York: Washington
Square Press.
Gül, E. ve Karancı, A. N. (2017). What determines posttraumatic stress and growth following various
traumatic events? A study in a Turkish community sample. Journal of Traumatic Stress, 30(1), 54-
62.
Gürbüz, S. (2019). AMOS ile yapısal eşitlik modellemesi. Ankara: Seçkin Yayıncılık.
Haselden, M. (2014). Üniversite öğrencilerinde travma sonrası büyümeyi yordayan çeşitli değişkenlerin
Türk ve Amerikan kültürlerinde incelenmesi: Bir model önerisi. (Yayınlanmamış Doktora Tezi)
Hacettepe Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü.
Hobfoll, S. E. (1989). Conservation of resources: A new attempt at conceptualizing stress. American
Psychologist, 44(3), 513-514.
Janoff-Bulman, R. (1989). Assumptive worlds and the stress of traumatic events: Applications of the schema
construct. Social Cognition, 7(2), 113-136.
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
439
www.nesnedergisi.com
Janoff-Bulman, R. (1992). Shattered assumptions: Towards a new psychology of trauma. New York: The
Free Press.
Jin, Y., Xu, J. ve Liu, D. (2014). The relationship between post traumatic stress disorder and post traumatic
growth: Gender differences in PTG and PTSD subgroups. Social Psychiatry and Psychiatric
Epidemiology, 49(12), 1903-1910.
Karagöz, Y. (2016). SPSS 23 ve AMOS 23 uygulamalı istatistiksel analizler. Nobel Akademik Yayıncılık.
Kocabaşoğlu, N., Özdemir, A. Ç., Yargıç, I. ve Geyran, P. (2005). Türkçe "PTSD Checklist-Civilian Version
(PCL-C)” ölçeğinin geçerlilik ve güvenilirliği. Psikiyatri, Nöroloji ve Davranış Bilimleri Dergisi,
43, 126-134.
Lazarus, R. S. ve Folkman, S. (1984). Coping and adaptation. The Handbook of Behavioral Medicine,
282325.
Lovibond, P. F. ve Lovibond, S. H. (1995). The structure of negative emotional states: Comparison of the
Depression Anxiety Stress Scales (DASS) with the Beck Depression and Anxiety Inventories.
Behaviour Research and Therapy, 33(3), 335-343.
MacKenzie, M. J. ve Baumeister, R. F. (2014). Meaning in life: Nature, needs, and myths. New York, NY:
Springer.
Park, C. L. (2008). Testing the meaning making model of coping with loss. Journal of Social and Clinical
Psychology, 27(9), 970-994.
Park, C. L. (2010). Making sense of the meaning literature: An integrative review of meaning making and its
effects on adjustment to stressful life events. Psychological Bulletin, 136(2), 257-301.
Park, C. L. ve Folkman, S. (1997). Meaning in the context of stress and coping. Review of General
Psychology, 1(2), 115–144.
Park, C. L., Mills, M. A. ve Edmondson, D. (2012). PTSD as meaning violation: Testing a cognitive
worldview perspective. Psychological Trauma: Theory, Research, Practice, and Policy, 4(1), 66-73.
Park, C. L., Riley, K. E., George, L. S., Gutierrez, I. A., Hale, A. E., Cho, D. ve Braun, T. D. (2016).
Assessing disruptions in meaning: Development of the Global Meaning Violation Scale. Cognitive
Therapy and Research, 40(6), 831-846.
Peacock, E. J. ve Wong, P. T. (1990). The cognitive appraisal of Stress Appraisal Measure (SAM): A
multidimensional approach to cognitive appraisal. Stress Medicine, 6, 227-236.
Schermelleh-Engel, K., Mossbrugger, H. ve Müller, H. (2003). Evaluating the fit of structural equation
models: Tests of significance and descriptive goodness-of-fit measures. Methods of Psychological
Research Online, 8(2), 23-74.
Schmuck, P., Kasser, T. ve Ryan, R. M. (2000). Intrinsic and extrinsic goals: Their structure and relationship
to well-being in German and US college students. Social Indicators Research, 50(2), 225-241.
Steger, M. F., Frazier, P., Oishi, S. ve Kaler, M. (2006). The meaning in life questionnaire: Assessing the
presence of and search for meaning in life. Journal of Counseling Psychology, 53(1), 80–93.
Steger, M. F., Owens, G. P. ve Park, C. L. (2015). Violations of war: Testing the meaning‐making model
among Vietnam veterans. Journal of Clinical Psychology, 71(1), 105-116.
Tedeschi, R. G. ve Calhoun, L. G. (2004). Posttraumatic growth: Conceptual foundations and empirical
evidence. Psychological Inquiry, 15(1), 1-18.
Triplett, K. N., Tedeschi, R. G., Cann, A., Calhoun, L. G. ve Reeve, C. L. (2012). Posttraumatic growth,
meaning in life, and life satisfaction in response to trauma. Psychological Trauma: Theory,
Research, Practice, and Policy, 4(4), 400–410.
Acet, Aydoğdu ve Dirik, 2020; Nesne, 8(18), 422-440 DOI: 10.7816/nesne-08-18-05
440
www.nesnedergisi.com
Weathers, F. W., Litz, B. T., Herman, D. S., Huska, J. A. ve Keane, T. M (1993). The PTSD Checklist
(PCL): Reliability, validity, and diagnostic utility. Paper presented at the 9th Annual Conference of
the ISTSS, San Antonio, TX.
Zhou, X., Wu, X., Fu, F. ve An, Y. (2015). Core belief challenge and rumination as predictors of PTSD and
PTG among adolescent survivors of the Wenchuan earthquake. Psychological Trauma: Theory,
Research, Practice, and Policy, 7(4), 391-397.
Zika, S. ve Chamberlain, K. (1992). On the relation between meaning in life and psychological well-being.
British Journal of Psychology, 83(1), 133-145.